农户家庭人口学特征对绿色农产品生产影响的实证分析

摘要：利用对山东寿光和河北定州308个蔬菜种植农户的调研数据，基于双变量相关分析和加权最小二乘回归模型，对农户家庭人口学特征对绿色农产品生产的影响进行实证分析。结果表明：户主性别、户主年龄、投入到绿色农产品生产的劳动力数量以及农产品生产收入对农产品质量安全水平有显著性作用，而户主的受教育程度、家庭人口数、农业劳动力、家庭总收入、是否有外出务工劳动力对绿色农产品生产没有明显影响。

关键词：中国农户；家庭人口学特征；绿色农产品

中图分类号：F323.6 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）11-0035-05

一、引言

近年来中国农户家庭人口学特征发生了显著的变化，较为明显的特征是家庭成员流动迁移行为增加、家庭成员职业多元化、从事农业生产的劳动力减少、户主文化程度普遍提高。目前，我国农户的家庭特点是否适合生产绿色农产品？家庭户主是否愿意和能够生产绿色农产品？笔者试图考察农户的人口学特征与绿色农产品生产之间的关系并尝试探索二者之间的规律。

国内关于农户家庭人口学特征与农户经济行为的代表性研究如下：高梦滔和毕岚岚利用微观面板数据实证分析了家庭人口学特征与农户消费增长的关系[1]。周逸先和崔玉平研究了农村户主的文化素质与就业及家庭收入的相关性[2-3]。孔喜梅的研究表明农户家庭土地流转决策与家庭架构特征密切相关[4]。王平等研究农村土地集约利用影响因素的结果表明，文化程度、常住在家人口和人均年收入对农户集约用地意愿有显著性影响[5]。在农户行为决策的研究中，很多文献是把家庭人口学特征的某一项或几项内容以解释变量纳入模型考察其显著性，如朱丽娟和向会娟的研究表明农户年龄对节水灌溉技术的采用有显著性影响[6]。赵建欣和张忠根在分析安全农产品生产的影响因素时把户主年龄和户主受教育年限以解释变量引进模型，研究结果表明户主年龄对农户安全农产品生产行为影响显著，户主的受教育年限影响不显著[7]。周洁红的研究表明户主年龄和受教育程度对农户蔬菜质量安全控制无显著性影响[8]。综述文献发现，农户家庭人口学特征与绿色农产品生产关系的研究在国内尚不多见，鉴于此，本文利用对河北定州和山东寿光308个蔬菜种植农户的调研数据，在统计分析和模型研究的基础上对农户家庭人口学特征与绿色农产品生产的关系进行考察，以期发现二者之间的规律，为农产品质量安全政策的制定提供决策参考。

二、数据来源与变量的描述性统计

（一）数据来源

本文部分数据来自2011年寒假笔者带领学生进行的调研，部分数据来自2012年暑假的调研。数据获得过程如下：为保证论文数据质量，避免一次性调查可能出现的数据缺失或不符合建模要求的问题，在开展大规模调查前，先通过小规模试调查对调查项目进行了检验。通过小样本预调研，补充、修订和完善了问卷，然后进入正式调查阶段。根据研究的需要，选定山东寿光和河北定州两个县为调查范围，以随机抽样方法选取调查村以及村内农户。被调查者均为蔬菜种植专业户的家庭决策者，由调研员对其提问后填写问卷。本次调查共发放问卷500份，有效问卷308份，其中山东寿光145份，河北定州163份。

（二）变量选择及描述性统计

广义的人口学特征包括人口的自然特征（如出生死亡、数量结构）、社会特征（如宗教、民族）和经济特征（如收入、职业）等诸多方面。基于近年来中国农户家庭的主要变化，本文主要考察农户的家庭规模与结构、劳动力数量与构成、收入来源与分布以及包括年龄、性别、文化在内的家庭户主特征。

1. 家庭规模与结构。家庭规模与结构是家庭人口学变量中重要的变量之一，反映一个家庭最基本的状态。本文首先考察当前中国农户家庭规模与结构与绿色农产品生产的关系。近年来农村劳动力外出就业的人数持续增加，从事农业生产的农村劳动力数量不断减少。农村劳动力外出就业是否影响绿色农产品的生产，也是本研究需考察的问题之一。

调研资料统计结果显示，样本家庭人口数最少为1人，最多8人，平均为3.77人。核心家庭占被调查样本的78.95%，扩展家庭占18.08%，其他占2.97%。在被调研的农户家庭中有37.82%的家庭存在劳动力外出就业现象。

2. 家庭劳动力数量与构成。已有研究表明劳动力数量作为农户家庭的人力资本在一定程度上影响农户的行为决策，家庭劳动力数量、农业劳动力数量、投入到农产品生产的劳动力数量与绿色农产品生产的关系是本研究考察的内容之一。

被调查样本中，家庭劳动力数量为2人的农户占79.91%，家庭构成为一对夫妇和未成年的子女。家庭劳动力数量为3～4人的占16.15%，家庭构成为一对夫妇和没有独立生活的成年子女。家庭劳动力数量在5人以上的农户占被调查样本的2.82%，这种情况出现在子女比较多并且没有独立出去生活的家庭中。家庭劳动力仅有1人的占1.12%。农户家庭劳动力数量与构成的分布情况如表1所示。

3. 收入来源与分布。农户的行为决策在一定程度上会受到家庭收入的约束，家庭总收入、农业收入以及与绿色农产品生产相关的收入对绿色农产品生产是否产生影响，将是本研究待考察的问题之一。根据以往研究，不仅收入的绝对数量影响农户决策，收入的来源结构对农户行为也有一定影响，因此我们设立了农户家庭的农业收入和蔬菜种植收入两个指标来反映农产品收入在农户家庭收入中所占比重，并考察其与绿色农产品生产的关系。

被调查样本的收入来源有如下三种类型：家庭经营收入、工资性收入、转移性收入。样本家庭总收入平均为29 659.25元，农业收入平均为20 206.67元。由于被调研地区的经济发展水平不同、市场化程度不同、非农就业程度存在很大差异，导致两个地区家庭收入差距较大。

4. 户主人口学特征。在我国农村，户主①在家庭生活中占有重要地位，在家庭决策的许多方面起着决定性作用，因此户主特征成为影响家庭决策的一个重要因素。

户主年龄。年龄在一定程度上是一种经历的代表，它可以用来解释动机和目标的多样性[9]。根据以往研究，户主的年龄会在一定程度上影响其行为决策。因此我们提出的研究假设是户主年龄影响绿色农产品生产。从年龄结构来看，在被调查的户主中，30岁以下的样本所占比例为9.82%；31～40岁户主所占比例为25.34%；41～50岁户主占40.23%；51～60岁户主占22.81%；60岁以上户主所占比例约为1.80%。

户主性别。在308个被调研样本中男性户主占81.8%，女性户主占18.2%。为考察性别对农产品质量安全水平的影响，我们把性别以解释变量引入模型。

户主的文化程度。受教育程度是衡量劳动力质量的重要指标，因为教育可以增进一个人获取、辨识和理解信息的能力[10]，为此本文将考察户主的文化程度对绿色农产品生产的影响。在被调查样本中，户主平均受教育年限为7.27年。从样本的分布情况来看，不识字的户主占2.51%；接受过1～6年教育的户主占41.62%；接受过7～9年教育的户主占43.04%；受教育年限在10年以上的户主占12.83%。

三、实证方法与结果分析

（一）相关性分析

我们用双变量相关分析检验农户绿色蔬菜生产与农户人口学特征是否存在相关关系，旨在筛选进入实证模型的解释变量。分析结果如表2所示。蔬菜的质量安全水平用农户安全行为得分表示（具体赋值见回归模型中被解释变量的说明）。

由表2可知，家庭人口数与蔬菜质量安全水平不相关，我们的解释是家庭人口数量不能代表投入到农业生产的劳动力数量，更不能代表投入到蔬菜生产的劳动力数量。因此我们又对家庭劳动力数量、从事蔬菜生产的劳动力数量与蔬菜质量安全水平进行相关分析。在1%的显著性水平上，农户家庭所拥有的劳动力数量与蔬菜质量安全水平显著负相关，但相关系数较低。从事蔬菜生产的劳动力数量与蔬菜质量安全水平显著负相关。

家庭收入尽管是家庭决策的一个约束条件，但分析结果表明与蔬菜质量安全水平没有直接的相关关系。农业收入和蔬菜种植收入均与蔬菜质量安全水平存在相关性，但前者的相关系数很小。我们访谈了解的情况是，农业收入构成家庭主要收入来源的农户比非农收入是主要来源的农户更重视绿色农产品的生产。

户主年龄与蔬菜质量安全水平在1%的显著性水平上正相关。户主年龄与农户绿色农产品生产是否存在因果相关，在后面的模型中将进一步验证。

户主的受教育年限与蔬菜质量安全水平的相关性检验不显著。根据访谈的情况，户主的文化程度对绿色蔬菜生产影响不太大的原因是，接受教育少的农户虽然对一些绿色生产技术自主学习较困难，但是他们能够比较容易得到诸如农药销售部门专业农艺师或当地的技术推广人员的免费咨询服务。

（二）回归分析

尽管相关分析对一些研究假设进行检验时具有统计显著性，但这些变量是否为农户生产绿色农产品的原因变量有待进一步考察。根据已有理论和前面的相关分析结果，我们建立如下回归模型考察变量之间的关系。

Yi=？茁0+？茁1labour+？茁2outwork+？茁3income+？茁4gender+？茁5age+？茁6cost+？茁7profit+？茁8region+？滋t

式中，Yi代表农户生产蔬菜的安全水平，具体取值为农户安全行为得分。根据彼代尔和瑞曼（Beedell & Rehman）的研究以及绿色农产品的生产过程，对绿色农产品安全生产状况的测量由四类指标（农药使用情况、肥料使用情况、种植前和过程中绿色技术采用状况、农产品采摘后处理）共同测度。农产品安全生产状况建立在农户生产行为基础上，农户生产行为由农户对四类指标问题的回答来反映[11-13]。对农户的回答计算得分，所有问题的得分相加得到被解释变量指标②。

labour：农户家庭劳动力数量；outwork：是否有外出务工劳动力，以虚拟变量形式引入模型；imcome：蔬菜种植收入；gender：户主性别，用虚拟变量表示；age：户主年龄；Region：地区，用虚拟变量表示。

成本和收益是农户经济行为决策时需要考虑的经济学变量，绿色农产品生产是蔬菜种植专业户一项经济行为决策，为此我们把安全蔬菜的供给成本和预期收益指标作为控制变量引入模型。由于不同种类的蔬菜生产投入成本存在很大差异，因此对农户供给安全蔬菜成本的测度没有采用实际的成本核算，而是采用农户感知成本。感知成本的高低设成likert五点量表的形式，在模型中用cost表示。由于农业生产的周期长、价格波动幅度大等特点，农户在生产时并不确切知晓产品生产出来后的售价和收益，在模型中我们用预期收益指标来考察价格和收益对农户绿色蔬菜决策的影响。把预期收益的高低设成likert五点量表的形式，模型中用profit表示。

（三）模型运行结果及整体评价

我们首先用VIF法对模型进行多重共线性检验，用White检验法对模型进行异方差检验。检验结果表明模型不存在严重的多重共线性，但模型在5%的显著性水平上都拒绝同方差假设。故采用加权最小二乘法（WLS）对模型进行估计，权重取“残差绝对值的倒数”。加权最小二乘结果如表3所示。

模型的加权最小二乘估计结果显示，调整后的样本决定系数■2为0.702，在1%的显著性水平上显著，表明模型的拟合优度较好。F统计量的值为88.889，在1%的显著性水平上均显著，表明被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上成立。

（四）模型的参数检验及解释

蔬菜生产劳动力数量对蔬菜质量安全水平存在显著的负影响，这说明在其他条件不变的情况下，投入到蔬菜生产的劳动力数量越多，农户对蔬菜的质量安全控制水平越低。按照比较优势理论，农业劳动力多的家庭由于劳动力资源丰富，倾向于用劳动替代技术。而绿色农产品生产的某个环节或阶段所需劳动和技术需要科学配比，简单的用劳动力数量代替绿色投入品使用会导致蔬菜质量安全水平下降。

农户家庭中是否有外出务工劳动力对农户生产的农产品质量安全水平没有明显影响。根据调研我们给出的解释是，外出务工可以增加农户家庭的总收入，户主可以拿出部分收入通过雇佣劳动力来弥补生产中的劳动力约束，因此外出务工对绿色农产品生产没有直接影响。

回归结果显示，蔬菜种植收入对蔬菜的质量安全水平在1%的显著性水平上有明显影响，说明农户的蔬菜收入越多，越重视蔬菜的质量安全水平。

户主性别对绿色农产品生产影响显著。男性户主相对于对照组的女性户主而言，生产的蔬菜质量安全水平更高。根据访谈我们给出的解释是男性户主更容易接受新技术，如绿色农产品生产中生物农药的使用，而女性更倾向于用传统的方法种植蔬菜，如仍使用见效快的高毒化学农药。

户主年龄越大，供给蔬菜的质量安全水平越高。我们观察到的事实是，年龄大的户主较年龄小的户主更倾向于用手工劳动代替化学投入品的使用，年龄较大的户主更喜欢整天在地里忙碌，进行手工锄草、人工授粉等。

控制变量安全蔬菜供给成本对农户生产绿色蔬菜质量水平没有显著性影响，在1%的显著性水平上，安全蔬菜的预期收益通过了参数的显著性检验。我们给出的解释是，尽管绿色农产品的生产成本高于常规蔬菜，但农户对安全蔬菜的预期收益越高，农户对蔬菜的质量控制越严格。因此成本的高低不影响农户是否生产绿色蔬菜的行为决策，预期收益对其有正影响。

地区虚拟变量不显著表明河北定州农户和山东寿光农户生产的蔬菜质量安全水平有显著性差异。

四、主要结论及政策启示

本文通过实证分析主要得出以下结论和政策启示：

基于农户家庭劳动力数量与农产品的质量安全水平相关性较小，投入到蔬菜生产的劳动力数量对绿色农产品生产负影响，以及外出就业对绿色农产品生产无显著性影响的分析结果，可鼓励农村劳动力到城市务工，或从事农业和非农业的兼业化生产。

基于农户的家庭收入与该家庭生产的农产品的质量安全水平不相关，该家庭的农业收入与农产品的质量安全水平相关性较小，以及蔬菜种植收入对农产品质量安全水平影响显著的分析结果可得到的政策启示是：以农产品收入为主要收入来源的家庭应充分重视所生产的农产品的质量；以其他农业经营（如农业运输等为农业服务的行业）收入为主要收入来源的家庭应把主要精力集中在农业经营方面，重点着眼生产率的提高；以非农收入为主要收入来源的家庭，家庭的部分劳动力可继续从事到非农行业，其余人员可通过加入农业专业合作组织克服绿色农产品生产对劳动力数量的约束。

鉴于性别对绿色农产品生产影响显著，应增加女性户主的培训机会，提高其技术素质。由于女性户主承担着繁重的农业劳动，没有时间继续学习提高自己的文化程度。但是可有计划的对她们进行职业技术培训，尤其是在比较复杂的安全生产技术采用的初始阶段，利用地方的农技推广机构给予女性户主直接的技术支持。

此外，预期收益尽管作为控制变量引入模型不是本文重点考察的内容，但鉴于其对绿色农产品生产影响显著的实证结果，政府应建立并普及诸如绿色农产品标识制度、追溯制度以及采取对绿色农产品直接补贴的方法稳定农户生产绿色农产品的预期收益。

注释：

①本研究中的户主不同于户口簿中的户主，专指农户家庭的决策者。

②由于篇幅限制，被解释变量指标具体设计可以邮件的形式向作者索要。

参考文献：

[1]高梦滔，毕岚岚.家庭人口学特征与农户消费增长——基于八省微观面板数据的实证分析[J].中国人口科学，2010，（6）：70-78.

[2]周逸先，崔玉平.农村家庭户主教育程度对家庭生活影响的调查与分析[J].清华大学教育研究，2000，（2）：109-113.

[3]周逸先，崔玉平.农村劳动力受教育与就业及家庭收入相关分析[J].中国农村经济，2001，（4）：60-67.

[4]孔喜梅.土地流转农户的家庭结构特征初探[J].湖南财经高等专科学校学报，2010，26（127）：32-35.

[5]王平，邱道持，李广东，等.农村土地集约利用影响因素研究[J].农机化研究，2011，（3）：1-5.

[6]朱丽娟，向会娟.粮食主产区农户节水灌溉采用意愿分析[J].中国农业资源与区划，2011，6（32）：17-21.

[7]赵建欣，张忠根.农户安全农产品生产决策影响因素分析-基于河北、山东菜农的调查[J].统计研究，2007，（11）：90-92.

[8]周洁红.农户蔬菜质量安全控制行为及其影响因素分析——基于浙江省396户菜农的实证分析[J].中国农村经济，2006，（11）：25-34.

[9]Ondersteijn，C.J.M.，Giesena，G.W.J.& Huirnea R.B.M.Identification of Farmer Characteristics and Farm Strategies Explaining Changes in Environmental Management and Environmental and Economic Performance of Dairy Farms[J].Agricultural Systems，2003，78（1）：31-55.

[10]林毅夫.制度、技术与中国农业发展[M].上海：上海人民出版社，2005.

[11]Beedell，J.D.C.& Rehman，T.A. Meeting of Minds for Farmers and Conservationists-some Initial Evidence of Attitudes towards Conservation from Bedfordshire[J].Farm Management，1996，9（6）：305-313.

[12]Beedell，J.D.C.& Rehman，T.Explaining Farmers′ Conservation Behaviour：Why do Farmers Behave the Way they do？[J].Journal of Environmental Management，1999，57（3）：165-176.

[13]Beedell，J.D.C.& Rehman，T.Using Social-psychology Models to Understand Farmers′ Conservation Behaviour[J].Journal of Rural Studies，2000，16（1）：117-127.